王清剛 吳志秀

(中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué),湖北 武漢 430073)

一、引言

2009年我國(guó)財(cái)政部發(fā)布的《企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則解釋第3號(hào)》,引入了其他綜合收益(Other Comprehensive Income,簡(jiǎn)稱OCI)的概念。2014年,財(cái)政部修訂《企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則第30號(hào)——財(cái)務(wù)報(bào)表列報(bào)》(CAS30),正式將綜合收益和OCI納入準(zhǔn)則體系,并明確要求OCI在利潤(rùn)表中單獨(dú)分項(xiàng)分類列示,這是收入費(fèi)用觀向資產(chǎn)負(fù)債觀轉(zhuǎn)變的一項(xiàng)重大改革。近年來(lái),國(guó)內(nèi)外學(xué)者圍繞OCI的決策有用性進(jìn)行了廣泛研究,以O(shè)CI對(duì)投資者的決策有用性研究居多(Easton et al.,2017;Veltri et al.,2018;Park,2018;Wang et al.,2019;Cao et al.,2020;楊有紅 等,2018;王艷 等,2018;李梓,2019;蘇洋 等,2020),而對(duì)OCI與債權(quán)人決策的關(guān)注相對(duì)較少(歐陽(yáng)愛(ài)平 等,2014;Bao et al.,2020)?，F(xiàn)有將綜合收益(包括OCI)和銀行信貸相結(jié)合的研究中,絕大部分僅涉及貸款規(guī)模和貸款期限結(jié)構(gòu)的探討(歐陽(yáng)愛(ài)平 等,2014;謝獲寶 等,2014),未對(duì)信用貸款和擔(dān)保貸款進(jìn)行區(qū)分。少量研究關(guān)注了會(huì)計(jì)信息與貸款性質(zhì)結(jié)構(gòu)的關(guān)系(劉浩 等,2010;徐玉德 等,2011a),但均以概括的信息質(zhì)量作為研究對(duì)象,并未涉及某一會(huì)計(jì)信息或盈余信息對(duì)信貸決策的影響,缺乏OCI、銀行信用貸款和貸款性質(zhì)結(jié)構(gòu)方面的細(xì)化研究。銀行作為企業(yè)最重要的信息使用者之一,與企業(yè)間的信息不對(duì)稱程度較為嚴(yán)重,更易引發(fā)逆向選擇與道德風(fēng)險(xiǎn)。不同性質(zhì)的銀行貸款,其風(fēng)險(xiǎn)最終承擔(dān)對(duì)象存在一定差異,對(duì)借款人的信息需求顯著不同(劉浩 等,2010)。相對(duì)于擔(dān)保貸款,信用貸款方式下銀行面臨的不確定性較大,銀行承擔(dān)了較高的信貸風(fēng)險(xiǎn)。會(huì)計(jì)信息是債權(quán)人信貸決策的重要依據(jù),那么在傳統(tǒng)的凈利潤(rùn)基礎(chǔ)上新增的OCI是否會(huì)對(duì)銀行信用貸款決策產(chǎn)生影響,進(jìn)而影響銀行貸款性質(zhì)結(jié)構(gòu)?

本文選取2012—2018年我國(guó)A股上市公司為研究樣本,實(shí)證檢驗(yàn)OCI對(duì)銀行信用貸款決策的影響。本文邊際貢獻(xiàn)如下:其一,以銀行信用貸款作為切入點(diǎn),考察OCI對(duì)貸款性質(zhì)結(jié)構(gòu)的影響,研究視角較為獨(dú)特;其二,探討公司內(nèi)外部信息監(jiān)督在OCI影響銀行信用貸款決策中的調(diào)節(jié)效應(yīng),并從應(yīng)計(jì)盈余管理、真實(shí)盈余管理和證券交易所公布的信息披露考評(píng)三個(gè)維度對(duì)信息透明度的中介效應(yīng)進(jìn)行了檢驗(yàn),深化了研究深度;其三,豐富了OCI與銀行信貸決策行為的關(guān)系研究,拓展了對(duì)OCI的信貸有用性的關(guān)注范圍。

二、文獻(xiàn)回顧

會(huì)計(jì)信息是銀行信貸決策的重要信息來(lái)源(Williamson,1985),銀行信貸人員可以運(yùn)用會(huì)計(jì)信息支持信貸決策,提高信貸決策效率和產(chǎn)權(quán)保護(hù)(Ball,2008)。信貸決策中的財(cái)務(wù)信息存在“超載”與“缺失”并存的現(xiàn)象(Casey,1980)。Abde-Khalik(1973)發(fā)現(xiàn),信息并非越詳細(xì)越有用,財(cái)務(wù)信息若缺乏環(huán)境信息和前瞻性信息的支持,其對(duì)信貸決策的影響將顯得力不從心。大量研究提供了會(huì)計(jì)信息與信貸決策相關(guān)的直接證據(jù),學(xué)者分別從會(huì)計(jì)信息與企業(yè)破產(chǎn)概率的關(guān)系(Ohlson,1980)、債務(wù)契約簽訂視角下限制性條款的構(gòu)成(Watts et al.,1986)、銀行信貸決策的債務(wù)契約特征(Bharath et al.,2006)、銀行授信額度(Chung et al.,1993)等方面進(jìn)行了考察,著重探討了會(huì)計(jì)信息與信貸成本(Bharath et al.,2006)、貸款期限結(jié)構(gòu)(Barclay et al.,1995;Booth et al.,2001;Fan et al.,2003)的關(guān)系。此外,制度環(huán)境對(duì)債務(wù)契約的影響也受到了部分學(xué)者的關(guān)注(Booth et al.,2001;Fan et al.,2003;Firth et al.,2009)。

在我國(guó),銀行借款是絕大部分企業(yè)最主要的債務(wù)籌資方式,因此銀行是企業(yè)重要的外部信息使用者。已有文獻(xiàn)對(duì)會(huì)計(jì)信息的銀行信貸決策有用性進(jìn)行了較為深入的考察,大量學(xué)者研究了會(huì)計(jì)信息質(zhì)量,特別是盈余質(zhì)量與貸款可獲得性、貸款總規(guī)模、貸款期限結(jié)構(gòu)的關(guān)系,主要涉及會(huì)計(jì)信息與新增銀行貸款(徐玉德 等,2011a)、新增銀行長(zhǎng)期貸款(陸正飛 等,2008)、債務(wù)期限結(jié)構(gòu)(孫錚 等,2005;李健 等,2013)、銀行貸款成本(王俊秋 等,2012)等方面。還有部分學(xué)者結(jié)合我國(guó)特殊的制度背景,實(shí)證檢驗(yàn)了企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)(陸正飛 等,2008;李健 等,2013;李四海 等,2015)、政治關(guān)聯(lián)(李健 等,2013)、政府干預(yù)程度(孫錚 等,2005)、市場(chǎng)化程度以及法制環(huán)境(徐玉德 等,2011b)等對(duì)銀行信貸的影響。

綜上所述,現(xiàn)有針對(duì)銀行信貸決策的研究,絕大多數(shù)未對(duì)信用貸款和擔(dān)保貸款進(jìn)行區(qū)分,從而可能忽視不同性質(zhì)貸款的風(fēng)險(xiǎn)最終承擔(dān)對(duì)象的差異,僅有少量研究關(guān)注了會(huì)計(jì)信息與貸款性質(zhì)結(jié)構(gòu)的關(guān)系。比如,劉浩等(2010)認(rèn)為不同類型的貸款對(duì)信息需求存在差異,并聚焦于獲得銀行信用貸款企業(yè)的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量特征,從可操縱性應(yīng)計(jì)利潤(rùn)和會(huì)計(jì)穩(wěn)健性兩方面實(shí)證檢驗(yàn)了銀行信用貸款與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量之間的關(guān)系。徐玉德等(2011a)研究了信用借款與違約風(fēng)險(xiǎn)、盈余質(zhì)量的關(guān)系,并按違約風(fēng)險(xiǎn)和盈余質(zhì)量高低進(jìn)行了分組檢驗(yàn),即對(duì)貸款性質(zhì)結(jié)構(gòu)進(jìn)行了區(qū)分研究。但上述研究均以概括的信息質(zhì)量作為研究對(duì)象,并未具體到某一會(huì)計(jì)信息或盈余信息對(duì)信貸決策的影響。雖然有學(xué)者進(jìn)一步考察了綜合收益及OCI對(duì)銀行信貸的影響,但也僅從貸款期限結(jié)構(gòu)或貸款規(guī)模方面進(jìn)行了探討。比如,歐陽(yáng)愛(ài)平等(2014)對(duì)比分析了綜合收益與凈利潤(rùn)在信貸決策方面的差異性,實(shí)證檢驗(yàn)了OCI的增量信貸決策有用性,但僅考察了OCI對(duì)貸款期限結(jié)構(gòu)的影響。謝獲寶等(2014)基于銀行信貸規(guī)模視角探討了綜合收益對(duì)銀行債務(wù)契約信息含量的影響,且認(rèn)為OCI對(duì)信貸規(guī)模的確定不存在顯著的信息含量?；谏鲜龇治?本研究聚焦于銀行信用貸款決策,并將其與OCI相結(jié)合,從微觀層面深入考察OCI對(duì)貸款性質(zhì)結(jié)構(gòu)的影響。

三、理論分析與假設(shè)提出

(一)其他綜合收益對(duì)銀行信用貸款決策的影響

在金融市場(chǎng)中,銀企之間的資金借貸存在嚴(yán)重的信息不對(duì)稱,由于價(jià)格機(jī)制容易引發(fā)逆向選擇而無(wú)法成為資源配置的標(biāo)準(zhǔn),銀行信貸決策必須依賴于其他機(jī)制來(lái)降低信息不對(duì)稱。會(huì)計(jì)信息有助于降低銀企之間的信息不對(duì)稱程度,減少逆向選擇和道德風(fēng)險(xiǎn)的發(fā)生概率,是信貸決策的重要信息來(lái)源,能夠幫助銀行準(zhǔn)確預(yù)測(cè)債務(wù)企業(yè)的經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)、違約風(fēng)險(xiǎn)及破產(chǎn)概率。會(huì)計(jì)信息貫穿于債務(wù)契約簽訂、監(jiān)督與執(zhí)行的全過(guò)程,在銀行信貸資源配置中發(fā)揮著重要作用。

一方面,在信息不對(duì)稱較為嚴(yán)重的情況下,銀行更加關(guān)注債務(wù)企業(yè)的最低價(jià)值,對(duì)穩(wěn)健性會(huì)計(jì)的需求更高。具備信息優(yōu)勢(shì)的債務(wù)人可能基于自身利益而蓄意采取有損銀行利益的行為進(jìn)而引發(fā)道德風(fēng)險(xiǎn)。另一方面,銀行在做出信貸決策前需要充分評(píng)估債務(wù)人的經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)和發(fā)展?jié)摿?以最小化信貸風(fēng)險(xiǎn)。為準(zhǔn)確評(píng)估企業(yè)信貸風(fēng)險(xiǎn),進(jìn)而做出科學(xué)合理的信貸決策,銀行格外重視對(duì)企業(yè)未來(lái)償債能力和盈利能力的預(yù)測(cè),關(guān)注企業(yè)未來(lái)財(cái)務(wù)狀況。因此,銀行迫切需要能夠滿足全面性、及時(shí)性、預(yù)測(cè)性和相關(guān)性等要求的高質(zhì)量企業(yè)會(huì)計(jì)信息。

OCI迎合了銀行對(duì)企業(yè)會(huì)計(jì)信息的需要,具體體現(xiàn)在:其一,OCI主要反映以公允價(jià)值計(jì)量的資產(chǎn)和負(fù)債的價(jià)值變動(dòng)。無(wú)論公允價(jià)值上升還是下降,均全面予以反映。相對(duì)于歷史成本計(jì)量下只反映價(jià)值下降不反映上升,在凈利潤(rùn)基礎(chǔ)上增加披露OCI使得會(huì)計(jì)信息更加充分和全面,且無(wú)需等待利得和損失的實(shí)現(xiàn)。OCI在業(yè)務(wù)發(fā)生時(shí)就予以確認(rèn),提高了會(huì)計(jì)信息的及時(shí)性(葛家澍 等,2004)。OCI代表企業(yè)未實(shí)現(xiàn)但未來(lái)期間可轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實(shí)損益的潛力,相對(duì)于凈利潤(rùn)更具前瞻性和債務(wù)契約有用性。OCI提供了除凈利潤(rùn)之外的反映公司長(zhǎng)期業(yè)績(jī)的信息(楊有紅 等,2018)。其二,OCI信息披露改進(jìn)使得會(huì)計(jì)信息更加透明,同時(shí)還可以吸引更多的分析師跟蹤,降低信息不對(duì)稱程度,提高盈余透明度(楊有紅 等,2018),有利于識(shí)別管理層利用OCI實(shí)施的盈余管理行為(Maines et al.,2000)。其三,OCI對(duì)收益和損失的確認(rèn)更加及時(shí)、全面,能更加迅速地捕捉債務(wù)人面臨的風(fēng)險(xiǎn)狀況,及時(shí)向債權(quán)人傳遞有關(guān)債務(wù)人違約風(fēng)險(xiǎn)的信號(hào),有助于銀行及時(shí)調(diào)整信貸決策或變更債務(wù)契約。

然而,OCI也可能給銀行信用貸款決策帶來(lái)新的信息風(fēng)險(xiǎn),集中體現(xiàn)在以下三個(gè)方面:第一,OCI引入的公允價(jià)值計(jì)量加劇了盈余波動(dòng)性,企業(yè)OCI金額越大,未來(lái)會(huì)計(jì)盈余波動(dòng)性越強(qiáng),增加了銀行對(duì)債務(wù)人未來(lái)現(xiàn)金流預(yù)測(cè)的不確定性。同時(shí),OCI的信息披露還會(huì)提高銀行對(duì)債務(wù)企業(yè)收益不穩(wěn)定性和高風(fēng)險(xiǎn)的認(rèn)知,減少銀行信用貸款。第二,OCI為部分企業(yè)實(shí)施盈余管理甚至利潤(rùn)操縱創(chuàng)造了機(jī)會(huì)(王艷 等,2018)。利用OCI進(jìn)行盈余操縱使得會(huì)計(jì)信息可靠性下降,一定程度上會(huì)對(duì)銀行信貸決策造成負(fù)面干擾。第三,在實(shí)務(wù)中,OCI以公允價(jià)值計(jì)量會(huì)引入計(jì)量誤差,無(wú)論是會(huì)計(jì)人員正常的估計(jì)誤差,還是管理層機(jī)會(huì)主義導(dǎo)致的偏誤,均會(huì)帶來(lái)信息風(fēng)險(xiǎn)。以上三方面引發(fā)的信息風(fēng)險(xiǎn)會(huì)影響盈余信息的可靠性,進(jìn)而降低其在債務(wù)契約中的作用,對(duì)銀行信用貸款決策產(chǎn)生一定干擾。

綜上可知,OCI在迎合銀行對(duì)全面性、及時(shí)性、預(yù)測(cè)性等價(jià)值相關(guān)性信息需求的同時(shí),所帶來(lái)的銀行信貸決策信息風(fēng)險(xiǎn)也可能會(huì)抑制其信息作用的發(fā)揮。然而,銀行作為專門(mén)的金融機(jī)構(gòu),為信貸業(yè)務(wù)配備了大量專業(yè)性的從業(yè)人員,對(duì)于企業(yè)OCI的信息解讀和應(yīng)用具備較強(qiáng)的專業(yè)優(yōu)勢(shì),應(yīng)能最大限度地降低OCI帶來(lái)的信息干擾。按貸款方式分類,銀行貸款主要有信用貸款、擔(dān)保貸款和票據(jù)貼現(xiàn)。其中,銀行信用貸款主要依據(jù)借款人自身信譽(yù)發(fā)放,且以借款人信用程度作為還款保證,無(wú)需債務(wù)人提供抵押品或第三方擔(dān)保。因此,相對(duì)于擔(dān)保貸款,信用貸款方式下銀行承擔(dān)的信貸風(fēng)險(xiǎn)較高,必須充分掌握相關(guān)信息以便全面評(píng)估借款人的財(cái)務(wù)狀況、盈利能力和償債能力。OCI及其波動(dòng)性傳遞的信息存在正負(fù)兩方面作用,共同影響著銀行信用貸款決策,其正負(fù)作用抵消后的凈影響最終決定了決策相關(guān)性及其方向。因此,從理論上看,OCI會(huì)影響銀行信用貸款決策及貸款性質(zhì)結(jié)構(gòu),但影響方向并不確定,需要加以實(shí)證檢驗(yàn)。因此,本文提出:

假設(shè)1a:在其他條件相同的情況下,其他綜合收益會(huì)影響銀行信用貸款比例,且兩者顯著正相關(guān);

假設(shè)1b:在其他條件相同的情況下,其他綜合收益會(huì)影響銀行信用貸款比例,且兩者顯著負(fù)相關(guān)。

(二)其他綜合收益列報(bào)制度變更對(duì)銀行信用貸款的影響

2014年我國(guó)財(cái)政部印發(fā)的《企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則第30號(hào)——財(cái)務(wù)報(bào)表列報(bào)》(財(cái)會(huì)〔2014〕7號(hào))對(duì)OCI定義和披露要求進(jìn)行了較大幅度的修訂和完善,進(jìn)一步明確和規(guī)范了其列報(bào)要求。一方面,要求設(shè)置“其他綜合收益”一級(jí)科目進(jìn)行會(huì)計(jì)核算,并在資產(chǎn)負(fù)債表中所有者權(quán)益大類下增設(shè)“其他綜合收益”項(xiàng)目,將OCI從資本公積中分離出來(lái)單獨(dú)列報(bào)。另一方面,OCI在利潤(rùn)表中列報(bào)位置發(fā)生了變化,由在“每股收益”項(xiàng)目下列示調(diào)整為在“凈利潤(rùn)”下列示,使得報(bào)表間的勾稽關(guān)系更加清晰。OCI項(xiàng)目應(yīng)劃分為“以后會(huì)計(jì)期間不能重分類進(jìn)損益的其他綜合收益項(xiàng)目”和“以后會(huì)計(jì)期間在滿足規(guī)定條件時(shí)將重分類進(jìn)損益的其他綜合收益項(xiàng)目”兩類列報(bào),且OCI各項(xiàng)目單獨(dú)以稅后凈額進(jìn)行列報(bào)。

從2014年OCI列報(bào)準(zhǔn)則變更可以看出,無(wú)論是OCI在利潤(rùn)表中總額列報(bào)到分類分項(xiàng)目單獨(dú)列報(bào)的變化,還是資產(chǎn)負(fù)債表中將OCI從資本公積分離出來(lái)的規(guī)定,均充分凸顯了OCI的重要性,提升了OCI的信息透明度,有利于整體盈余信息的更好傳遞。顯然,這對(duì)于債權(quán)人而言更具信貸有用性。因此,本文提出:

假設(shè)2:2014年OCI列報(bào)制度變更能夠顯著增強(qiáng)OCI的信貸決策有用性,使得其他綜合收益與銀行信用貸款比例的相關(guān)性更強(qiáng)。

(三)企業(yè)內(nèi)外部信息監(jiān)督水平的調(diào)節(jié)作用

信息有用性很大程度上取決于信息質(zhì)量的高低,完善的企業(yè)內(nèi)外部信息監(jiān)督機(jī)制是會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的重要保障。因此,本文認(rèn)為OCI與銀行信貸決策的關(guān)系很可能受企業(yè)內(nèi)外部信息監(jiān)督水平的影響。

內(nèi)部監(jiān)督機(jī)制是緩解代理沖突、維護(hù)投資者利益的重要手段。兩權(quán)分離度作為公司治理的重要指標(biāo)之一,能在某種程度上反映企業(yè)的內(nèi)部信息監(jiān)督水平。所有權(quán)與經(jīng)營(yíng)權(quán)兩權(quán)分離是現(xiàn)代企業(yè)制度的重要特征,也是企業(yè)內(nèi)部信息監(jiān)督機(jī)制有效運(yùn)行的內(nèi)在要求。經(jīng)營(yíng)權(quán)與監(jiān)督權(quán)的合理分配是公司內(nèi)部信息監(jiān)督機(jī)制有效運(yùn)行的重要保障。權(quán)力過(guò)于集中為管理層向投資者隱藏壞消息提供了便利(鄭珊珊,2019),董事會(huì)的約束可有效抑制管理層自利行為,及時(shí)發(fā)現(xiàn)和糾正企業(yè)財(cái)務(wù)舞弊、違規(guī)操縱等行為(周美華 等,2016)?？偨?jīng)理與董事長(zhǎng)二職合一會(huì)嚴(yán)重影響董事會(huì)獨(dú)立性,導(dǎo)致董事會(huì)難以發(fā)揮應(yīng)有的監(jiān)督職能。身兼兩職的總經(jīng)理權(quán)力過(guò)度膨脹,會(huì)阻礙企業(yè)信息監(jiān)督機(jī)制的有效運(yùn)行,導(dǎo)致信息不對(duì)稱程度加大,會(huì)計(jì)信息及其披露質(zhì)量受損,進(jìn)而降低企業(yè)經(jīng)營(yíng)效率(徐良果 等,2012)。特別是當(dāng)公司面臨財(cái)務(wù)困難時(shí),公司為了獲得銀行信用貸款,更有可能隱瞞企業(yè)不良財(cái)務(wù)信息,而總經(jīng)理與董事長(zhǎng)二職合一為企業(yè)盈余管理甚至財(cái)務(wù)舞弊創(chuàng)造了便利。高管持股比例在一定程度上反映了兩權(quán)分離度的高低。高管層持有一定比例的股份雖然有助于提升高管層的歸屬感、使命感和工作積極性,形成企業(yè)發(fā)展合力,但同時(shí)也使得兩權(quán)分離度下降,在內(nèi)部信息監(jiān)督機(jī)制不能有效運(yùn)行的情況下高管層更容易、更有動(dòng)機(jī)為了獲得銀行信用貸款,以公司利益為借口形成合謀,隱瞞經(jīng)營(yíng)過(guò)程中的各項(xiàng)風(fēng)險(xiǎn),進(jìn)行盈余管理甚至財(cái)務(wù)操縱,從而影響會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。

機(jī)構(gòu)投資者作為重要的外部信息使用者,在企業(yè)外部信息監(jiān)督方面發(fā)揮著重要作用。一方面,當(dāng)機(jī)構(gòu)投資者持股比例較高時(shí),其更容易達(dá)成一致行動(dòng),且整體談判能力更強(qiáng)。他們更有動(dòng)機(jī)和能力對(duì)管理層進(jìn)行有效監(jiān)管(Bradley et al．,2010),從而能夠有效緩解代理沖突,極大地降低信息不對(duì)稱程度。另一方面,相對(duì)而言,機(jī)構(gòu)投資者更加專業(yè)和敏感,信息解讀能力更強(qiáng),更容易發(fā)現(xiàn)企業(yè)管理層的盈余管理行為,進(jìn)而可以更加有效地抑制企業(yè)盈余操縱(Bao et al.,2017),提高會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。此外,較高的機(jī)構(gòu)投資者持股比例還可以向外部信息使用者傳遞公司質(zhì)量較高的信號(hào)(Mallin,2012),從而幫助企業(yè)獲得更多的銀行信用貸款。

因此,本文提出:

假設(shè)3:在其他條件相同情況下,企業(yè)內(nèi)部信息監(jiān)督水平越高,其他綜合收益對(duì)銀行信用貸款的影響越明顯。

假設(shè)4:在其他條件相同情況下,企業(yè)外部信息監(jiān)督水平越高,其他綜合收益對(duì)銀行信用貸款的影響越明顯。

四、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選取2012—2018年我國(guó)滬深A(yù)股上市公司數(shù)據(jù)為樣本,并對(duì)初始樣本進(jìn)行了以下篩選:(1)剔除金融保險(xiǎn)類行業(yè)的上市公司;(2)剔除部分?jǐn)?shù)據(jù)嚴(yán)重缺失的觀測(cè)值;(3)剔除部分異常數(shù)據(jù)。經(jīng)過(guò)上述處理,本文最終得到9597個(gè)觀測(cè)值。樣本數(shù)據(jù)來(lái)自CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù),并與銳思(RESSET)金融研究數(shù)據(jù)庫(kù)的部分?jǐn)?shù)據(jù)進(jìn)行了核對(duì)。

(二)模型構(gòu)建

本文借鑒劉浩等(2010)、徐玉德等(2011b)的思路,以第t期銀行信用貸款作為解釋變量,第t-1期OCI作為被解釋變量設(shè)計(jì)模型(1)。同時(shí),考慮到雙重差分模型(Difference-in-Difference,DID)不僅能一定程度上降低內(nèi)生性,而且可以較好地反映政策實(shí)施效應(yīng),因此本文以O(shè)CI列報(bào)制度變更為契機(jī),進(jìn)一步構(gòu)建模型(2)考察2014年OCI準(zhǔn)則修訂帶來(lái)的政策效應(yīng)。模型(1)、(2)中的變量說(shuō)明具體見(jiàn)下文。

CREDITLOANi,t=α0+α1OCIi,t-1+α2SIZEi,t-1+α3ROAi,t-1+α4LEVi,t-1+

α5OWNERi,t-1+α6TRADEi,t-1+α7AUDITi,t-1+α8GROWTHi,t-1+

α9CFIOi,t-1+α10LIVAi,t-1+α11∑IND+εi,t

(1)

CREDITLOANi,t=α0+α1Treati,t-1+α2timei,t-1+α3Treati,t-1×timei,t-1+α4SIZEi,t-1+α5ROAi,t-1+

α6LEVi,t-1+α7OWNERi,t-1+α8TRADEi,t-1+α9AUDITi,t-1+α10GROWTHi,t-1+

α11CFIOi,t-1+α12LIVAi,t-1+α13∑IND+α14∑YEAR+εi,t

(2)

(三)變量說(shuō)明

1.被解釋變量

被解釋變量CREDITLOAN表示上市公司銀行信用貸款。為便于比較,本文采用相對(duì)指標(biāo)進(jìn)行度量,具體定義為第t年銀行信用借款在銀行借款總額中所占比重。

2.核心解釋變量

在模型(1)中,核心解釋變量為t-1期其他綜合收益發(fā)生額,為消除規(guī)模影響,除以第t-1期期末資產(chǎn)總額。模型(2)中包括三個(gè)核心解釋變量,分別是:(1)Treat為分組標(biāo)識(shí)變量,將2014年列報(bào)OCI且不為0的企業(yè)劃分為實(shí)驗(yàn)組,賦值為1,否則為對(duì)照組,賦值為0。在分組前,剔除了2014未列報(bào)或列報(bào)值為0且后期列報(bào)不為0的相關(guān)企業(yè)的觀測(cè)值。(2)time為政策年度標(biāo)識(shí)變量,樣本所在年份為2014年及以后,賦值為1,否則賦值為0。(3)交互項(xiàng)Treat×time為模型最重要的解釋變量,其系數(shù)α3反映了2014年OCI列報(bào)制度改革對(duì)銀行信用貸款的政策實(shí)施凈效應(yīng),若系數(shù)α3顯著為正,則說(shuō)明2014年OCI列報(bào)制度改革對(duì)銀行信用貸款決策帶來(lái)了積極影響,有利于企業(yè)獲得更多的信用貸款。

3.控制變量

本文參照陸正飛等(2008)、劉浩等(2010)等研究的做法,選取的控制變量包括企業(yè)規(guī)模(SIZE)、資產(chǎn)收益率(ROA)、資產(chǎn)負(fù)債率(LEV)、所有權(quán)性質(zhì)(OWNER)、信用保障程度(TRADE)、審計(jì)意見(jiàn)(AUDIT)、銷售收入增長(zhǎng)率(GROWTH)、自有資金充裕程度(CFIO)和清算價(jià)值比率(LIVA)。此外,本文還控制了行業(yè)(IND)和年度(YEAR)效應(yīng)。

4.調(diào)節(jié)變量

調(diào)節(jié)變量為企業(yè)內(nèi)外部信息監(jiān)督水平。對(duì)于企業(yè)內(nèi)部信息監(jiān)督水平(IN_SUPE),以總經(jīng)理與董事長(zhǎng)是否二職合一和高管持股比例兩個(gè)指標(biāo)共同反映的兩權(quán)分離度加以衡量。當(dāng)董事長(zhǎng)與總經(jīng)理由同一人擔(dān)任且高管持股比例高于行業(yè)年度中位數(shù)時(shí),表示兩權(quán)分離度低,企業(yè)內(nèi)部信息監(jiān)督水平低,賦值為0,否則賦值為1。對(duì)于企業(yè)外部信息監(jiān)督水平(EX_SUPE),主要通過(guò)機(jī)構(gòu)投資者持股比例衡量。當(dāng)機(jī)構(gòu)投資者持股比例高于行業(yè)年度中位數(shù)時(shí),表示企業(yè)外部信息監(jiān)督水平高,賦值為1,否則賦值為0。

各變量說(shuō)明如表1所示。

表1 變量說(shuō)明

五、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

從表2可以看出,CREDITLOAN的均值為0.426,說(shuō)明在企業(yè)貸款總額中,銀行信用貸款比例較高,在銀行信貸結(jié)構(gòu)中占據(jù)重要位置;CREDITLOAN的中位數(shù)為0.373,標(biāo)準(zhǔn)差為0.345,且最小值和最大值差異較大,說(shuō)明樣本公司之間銀行信用貸款比例差異較大。剔除規(guī)模效應(yīng)后OCI的標(biāo)準(zhǔn)差為0.017,最小值(-0.140)和最大值(0.968)之間差異較大,說(shuō)明樣本公司之間的OCI具有一定差異性。Treat的均值為0.705,即實(shí)驗(yàn)組樣本比例約為全樣本的70%,說(shuō)明大部分上市公司受到了2014年OCI列報(bào)制度變革的影響,運(yùn)用DID模型檢驗(yàn)其實(shí)施的信貸效應(yīng)具有適用性。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析

(二)實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果

1.基本回歸結(jié)果

表3報(bào)告了假設(shè)1a、假設(shè)1b和假設(shè)2的檢驗(yàn)結(jié)果。在控制相關(guān)變量后,t-1期OCI與銀行信用貸款比例在10%的水平下顯著正相關(guān),回歸系數(shù)為0.291。該結(jié)果支持假設(shè)1a,說(shuō)明OCI會(huì)影響貸款性質(zhì)結(jié)構(gòu),具有銀行信用貸款決策相關(guān)性。列(2)～(4)的結(jié)果顯示,DID模型中依次加入控制變量進(jìn)行分析后,均呈現(xiàn)出穩(wěn)定一致的回歸結(jié)果。由列(4)可見(jiàn),交互項(xiàng)(Treat×time)的回歸系數(shù)為0.036,且在5%的水平下顯著,說(shuō)明2014年OCI分類列報(bào)制度改革影響了銀行貸款性質(zhì)結(jié)構(gòu),具有銀行信貸決策有用性,該結(jié)果支持假設(shè)2。

表3 基本回歸結(jié)果

2.分組回歸結(jié)果

表4列示了區(qū)分樣本公司內(nèi)部信息監(jiān)督水平后,其他綜合收益及其列報(bào)變更對(duì)銀行信用貸款影響的回歸結(jié)果。其中,列(1)和列(2)是高內(nèi)部信息監(jiān)督水平組的回歸結(jié)果,列(3)和列(4)是低內(nèi)部信息監(jiān)督水平組的回歸結(jié)果。在高內(nèi)部信息監(jiān)督水平組,OCI的回歸系數(shù)為0.511,且在1%的水平下顯著;交互項(xiàng)(Treat×time)的回歸系數(shù)為0.055,且在5%的水平下顯著。而在低內(nèi)部信息監(jiān)督水平組,OCI、Treat×time的回歸系數(shù)均不顯著。上述回歸結(jié)果支持假設(shè)3。

表4 內(nèi)部信息監(jiān)督水平分組回歸結(jié)果

表5列示了區(qū)分樣本公司外部信息監(jiān)督水平后的回歸結(jié)果。其中,列(1)和列(2)是高外部信息監(jiān)督水平組的回歸結(jié)果,列(3)和(4)是低外部信息監(jiān)督水平組的回歸結(jié)果。在高外部信息監(jiān)督水平組,OCI的回歸系數(shù)為0.366,且在1%的水平下顯著;Treat×time的回歸系數(shù)為0.049,且在10%的水平下顯著。而在低外部信息監(jiān)督水平組,主要解釋變量OCI、Treat×time的回歸系數(shù)均明顯下降,且不再顯著。上述回歸結(jié)果支持假設(shè)4。

表5 外部信息監(jiān)督水平分組回歸結(jié)果

(三)進(jìn)一步研究

1.信息透明度的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

盈余管理程度是衡量企業(yè)信息透明度最常用的指標(biāo),其中以應(yīng)計(jì)盈余管理居多。本文不僅對(duì)應(yīng)計(jì)盈余管理在OCI的信用貸款決策中的影響機(jī)制進(jìn)行了檢驗(yàn),還增加了真實(shí)盈余管理的中介效應(yīng)檢驗(yàn)。對(duì)于應(yīng)計(jì)盈余管理(EM),在采用修正的瓊斯(Jones)模型計(jì)算出操控性應(yīng)計(jì)利潤(rùn)的基礎(chǔ)上對(duì)其取絕對(duì)值來(lái)度量?？紤]到企業(yè)可能同時(shí)進(jìn)行生產(chǎn)、銷售和費(fèi)用環(huán)節(jié)的真實(shí)盈余管理,本文參照徐高彥等(2021)的方法,利用“生產(chǎn)操控-銷售操控-費(fèi)用操控”計(jì)算得到真實(shí)盈余管理(REM)。此外,本文還以證券交易所公布的信息披露考評(píng)結(jié)果來(lái)衡量企業(yè)的信息透明度。信息披露考評(píng)結(jié)果(GRADE)分為A(優(yōu)秀)、B(良好)、C(及格)和D(不及格)四個(gè)等級(jí),按等級(jí)由高到低分別賦值4、3、2、1。同時(shí),本文以虛擬變量(DOCI)對(duì)其他綜合收益進(jìn)行度量,披露OCI且不為0,賦值為1,否則賦值為0。綜上,本文從應(yīng)計(jì)盈余管理、真實(shí)盈余管理和證券交易所公布的信息披露考評(píng)結(jié)果三個(gè)維度對(duì)信息透明度的中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn),分別構(gòu)建以下模型:

CREDITLOANi,t=α0+α1DOCIi,t-1+α2ROAi,t-1+α3LEVi,t-1+α4OWNERi,t-1+α5TRADEi,t-1+

α6AUDITi,t-1+α7GROWTHi,t-1+α8CFIOi,t-1+α9LIVAi,t-1+α10∑IND+α11∑YEAR+εi,t

(3)

EMi,t=α0+α1DOCIi,t+α2SIZEi,t-1+α3ROAi,t+α4OWNERi,t+α5BIG4i,t+

α6ICQi,t+α7GROWTHi,t+α8LIVAi,t+α9∑IND+α10∑YEAR+εi,t

(4)

REMi,t=α0+α1DOCIi,t+α2SIZEi,t-1+α3ROAi,t+α4OWNERi,t+α5BIG4i,t+α6ICQi,t+

α7GROWTHi,t+α8LIVAi,t+α9∑IND+α10∑YEAR+εi,t

(5)

GRADEi,t=α0+α1DOCIi,t+α2SIZEi,t-1+α3ROAi,t+α4OWNERi,t+α5AUDITi,t+

α6GROWTHi,t+α7LIVAi,t+α8∑IND+α9∑YEAR+εi,t

(6)

CREDITLOANi,t=α0+α1DOCIi,t-1+α2Trani,t-1+α3SIZEi,t-1+α4LEVi,t-1+

α5OWNERi,t-1+α6TRADEi,t-1+α7AUDITi,t-1+α8GROWTHi,t-1+

α9CFIOi,t-1+α10LIVAi,t-1+α11∑IND+α12∑YEAR+εi,t

(7)

模型(7)中,Tran代表多維信息透明度,包括應(yīng)計(jì)盈余管理(EM)、真實(shí)盈余管理(REM)和信息披露考評(píng)(GRADE)。模型(4)、(5)中新增了兩個(gè)控制變量,分別為是否來(lái)自四大(BIG4)和內(nèi)部控制質(zhì)量(ICQ)。是否來(lái)自四大(BIG4)為虛擬變量,當(dāng)提供審計(jì)服務(wù)的會(huì)計(jì)師事務(wù)所來(lái)自四大,則賦值為1,否則賦值為0。對(duì)于內(nèi)部控制質(zhì)量(ICQ),在深圳迪博內(nèi)控指數(shù)基礎(chǔ)上加1取自然對(duì)數(shù)得到。

為檢驗(yàn)信息透明度的中介效應(yīng),需要對(duì)模型(3)～(7)的回歸系數(shù)進(jìn)行判斷。其中:模型(3)中的α1表示OCI對(duì)銀行信用貸款比例影響的總效應(yīng);模型(4)～(6)中的α1表示OCI列報(bào)對(duì)信息透明度(包括應(yīng)計(jì)盈余管理、真實(shí)盈余管理和信息披露考評(píng))的影響;模型(7)中的α1表示在控制中介變量Tran后OCI對(duì)銀行信用貸款比例的影響,α2表示信息透明度對(duì)銀行信用貸款比例的影響。在模型(7)中,若α2顯著,則說(shuō)明中介效應(yīng)顯著;若α1和α2均顯著,則為部分中介效應(yīng);若α2顯著,而α1不顯著,則為完全中介效應(yīng)。

表6至表8報(bào)告了信息透明度(包括應(yīng)計(jì)盈余管理、真實(shí)盈余管理和信息披露考評(píng))的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果。模型(3)中DOCI與CREDITLOAN的相關(guān)系數(shù)為0.040,且在1%的水平下顯著,進(jìn)一步驗(yàn)證了假設(shè)1a。模型(4)和模型(5)中DOCI與EM、REM的相關(guān)系數(shù)分別為-0.008和-0.037,且分別在5%和1%的水平下顯著,說(shuō)明OCI列報(bào)不僅對(duì)應(yīng)計(jì)盈余管理有抑制作用,同時(shí)還降低了真實(shí)盈余管理空間。模型(6)中DOCI與GRADE的相關(guān)系數(shù)為0.035,且在5%的水平下顯著,說(shuō)明OCI列報(bào)對(duì)證券交易所公布的信息披露考評(píng)具有積極影響。綜上可知,模型(4)～(6)的回歸結(jié)果共同表明OCI列報(bào)有利于提升企業(yè)信息透明度。模型(7)的回歸結(jié)果顯示,CREDITLOAN與DOCI、EM、REM、GRADE的相關(guān)系數(shù)均顯著,說(shuō)明在OCI列報(bào)對(duì)銀行貸款性質(zhì)結(jié)構(gòu)決策的影響中,信息透明度發(fā)揮部分中介效應(yīng)。

表6 信息透明度(應(yīng)計(jì)盈余管理)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

(續(xù)表6)

表7 信息透明度(真實(shí)盈余管理)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

表8 信息透明度(信息披露考評(píng))的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

2.其他綜合收益的預(yù)測(cè)能力檢驗(yàn)

OCI自身價(jià)值相關(guān)性應(yīng)是其具有信貸決策有用性的重要原因,預(yù)測(cè)價(jià)值是價(jià)值相關(guān)性的最直接體現(xiàn)。若OCI有利于預(yù)測(cè)企業(yè)未來(lái)現(xiàn)金流,則可以認(rèn)為OCI具有預(yù)測(cè)價(jià)值?？紤]到凈利潤(rùn)是構(gòu)成未來(lái)現(xiàn)金流的最重要內(nèi)容,本文設(shè)置模型(8)對(duì)OCI的預(yù)測(cè)能力進(jìn)行檢驗(yàn)。

NI_Fi,t=α0+α1OCIi,t-1+α2D_followi,t-1+α3NKQXi,t-1+α4LEVi,t-1+α5EVi,t-1+

α6ROAi,t-1+α7WXi,t-1+α8GROWTHi,t-1+α9∑IND+α10∑YEAR+εi,t

(8)

其中:NI_F為企業(yè)第t年凈利潤(rùn);所有解釋變量和控制變量均為t-1年數(shù)據(jù)。新增控制變量中,D_follow為分析師跟蹤虛擬變量,大于當(dāng)年分析師跟蹤均值的賦值為1,否則賦值為0;NKQX為內(nèi)部控制缺陷虛擬變量,若企業(yè)存在重大缺陷、重要缺陷或一般缺陷中的任何一種,則認(rèn)為存在內(nèi)部控制缺陷,賦值為1,否則認(rèn)為不存在內(nèi)部控制缺陷,賦值為0;EV為經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金凈流量/期末負(fù)債總額;WX為無(wú)形資產(chǎn)在總資產(chǎn)中的占比。

表9報(bào)告了逐步放入控制變量后的回歸結(jié)果,從中可見(jiàn),OCI與NI_F表現(xiàn)出穩(wěn)定一致的顯著正相關(guān)關(guān)系。OCI與企業(yè)未來(lái)凈利潤(rùn)關(guān)系也可能是OCI的盈余操縱所致,鑒于上文已經(jīng)證實(shí)OCI可以抑制企業(yè)盈余管理行為,因此OCI與未來(lái)凈利潤(rùn)的正相關(guān)關(guān)系一定程度上驗(yàn)證了OCI的預(yù)測(cè)能力。

表9 其他綜合收益的預(yù)測(cè)能力檢驗(yàn)結(jié)果

六、內(nèi)生性的控制

為盡可能避免潛在內(nèi)生性問(wèn)題的干擾,本文還借鑒肖虹等(2018)的方法,對(duì)研究樣本進(jìn)行了PSM匹配。為保證匹配合理性,本文將列報(bào)OCI的樣本作為處理組,賦值為1,將OCI為零的樣本作為控制組,賦值為0。同時(shí),本文選擇企業(yè)規(guī)模(SIZE)、企業(yè)成長(zhǎng)性(GROWTH)、資產(chǎn)負(fù)債率(LEV)和企業(yè)所處地區(qū)的市場(chǎng)化程度(INDEX_MAR)(1)市場(chǎng)化指數(shù)越大,表示市場(chǎng)化進(jìn)程越快。市場(chǎng)化程度數(shù)據(jù)源于王小魯?shù)染幹摹吨袊?guó)分省份市場(chǎng)化指數(shù)報(bào)告(2018)》。由于該報(bào)告僅列示了2012—2016年的市場(chǎng)化指數(shù),我們通過(guò)Stata軟件擬合計(jì)算了2017—2018年我國(guó)各省份市場(chǎng)化指數(shù),并依據(jù)計(jì)算出的綜合得分進(jìn)行排名。本文將前15名歸為市場(chǎng)化程度高組,市場(chǎng)化程度(INDEX_MAR)賦值為1,其余歸為市場(chǎng)化程度低組,賦值為0。作為協(xié)變量。模型(9)的Logit回歸結(jié)果列于表10,從中可見(jiàn),所有協(xié)變量的回歸系數(shù)均在1%水平下顯著,說(shuō)明OCI確實(shí)受企業(yè)規(guī)模、成長(zhǎng)性、資產(chǎn)負(fù)債率和所在地區(qū)市場(chǎng)化程度的影響。在嘗試最鄰近匹配、半徑匹配(設(shè)定半徑r=0.001)和核匹配(寬度系數(shù)w=0.06)三種匹配方法后,本文最終選擇最優(yōu)的半徑匹配對(duì)OCI與銀行信用貸款的關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。半徑匹配的平均處理效應(yīng)(ATT)為0.023,對(duì)應(yīng)T值為2.19,在5%的水平上顯著,且匹配僅損失少量樣本。進(jìn)一步,本文開(kāi)展了平衡性檢驗(yàn)以確保匹配有效性,結(jié)果如表11所示。PSM匹配后所有協(xié)變量標(biāo)準(zhǔn)化偏差的絕對(duì)值均小于10%,且對(duì)應(yīng)T檢驗(yàn)基本不顯著。這說(shuō)明通過(guò)了平衡性檢驗(yàn),匹配過(guò)程及結(jié)果有效。本文利用PSM匹配后的樣本重新進(jìn)行回歸,估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表12,不難發(fā)現(xiàn),研究結(jié)論并未發(fā)生明顯變化。

表10 其他綜合收益披露影響因素的Logit回歸

表11 傾向得分匹配的平衡性檢驗(yàn)

表12 PSM匹配后基本回歸結(jié)果

DOCIi,t=α0+α1SIZEi,t+α2GROWTHi,t+α3LEVi,t+α4INDEX_MARi,t+εi,t

(9)

七、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為確保研究結(jié)論可靠性,本文還進(jìn)行了如下穩(wěn)健性測(cè)試:

第一,平行趨勢(shì)檢驗(yàn)。運(yùn)用DID模型必須滿足平行趨勢(shì)假定,因此本文引入模型(10)對(duì)模型(2)進(jìn)行平行趨勢(shì)檢驗(yàn),具體模型為:

CREDITLOANi,t=α0+α1Treati,t-1+α2time1i,t-1+α3time2i,t-1+α4Treati,t-1×time1i,t-1+

α5Treati,t-1×time2i,t-1+α6SIZEi,t-1+α7ROAi,t-1+α8LEVi,t-1+

α9OWNERi,t-1+α10TRADEi,t-1+α11AUDITi,t-1+α12GROWTHi,t-1+

α13CFIOi,t-1+α14LIVAi,t-1+α15∑IND+α16∑YEAR+εi,t

(10)

在模型(10)中,time1和time2分別表示政策實(shí)施年份前一年和前兩年的虛擬變量。具體地,當(dāng)年份為2013年時(shí),time1賦值為1,否則賦值為0;當(dāng)年份為2012年時(shí),time2賦值為1,否則賦值為0。交互項(xiàng)Treat×time1和Treat×time2分別表示2014年OCI列報(bào)準(zhǔn)則實(shí)施之前,實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組的OCI變化趨勢(shì)。若兩個(gè)交互項(xiàng)均不顯著,則說(shuō)明樣本滿足平行趨勢(shì)假定。由表13列(1)的回歸結(jié)果可知,Treat×time1和Treat×time2的回歸系數(shù)均不顯著,說(shuō)明樣本滿足平行趨勢(shì)假定,模型(2)的估計(jì)結(jié)果具有穩(wěn)健性。

第二,變換解釋變量的衡量方法。用OCI_T對(duì)解釋變量進(jìn)行替代性測(cè)量,OCI_T具體定義為第t-1年、t-2年和t-3年三年累計(jì)其他綜合收益/期末資產(chǎn)總額。重新回歸后的結(jié)果報(bào)告于表13的列(2),從中可見(jiàn),OCI_T的回歸系數(shù)在5%的水平下顯著為正。這說(shuō)明在調(diào)整解釋變量衡量指標(biāo)后,所得結(jié)論與上文基本回歸結(jié)果一致。

第三,替換部分控制變量。本文同時(shí)將資產(chǎn)負(fù)債率(LEV)替換為第t-1年期末速動(dòng)資產(chǎn)除以流動(dòng)負(fù)債的比率,即速動(dòng)比率(QUICK),審計(jì)意見(jiàn)(AUDIT)替換為是否來(lái)自四大(BIG4),自有資金充裕程度(CFIO)替換為現(xiàn)金及現(xiàn)金等價(jià)物與負(fù)債總額之比(CASH)。由表13的列(3)和(4)可見(jiàn),在同時(shí)替換以上控制變量后,OCI和Treat×time的回歸系數(shù)依然顯著為正,與表3結(jié)果一致,說(shuō)明本文研究結(jié)論穩(wěn)健成立。

第四,僅使用政策發(fā)生前的樣本對(duì)實(shí)驗(yàn)組虛擬變量Treat回歸。本文使用2012和2013年的樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸,結(jié)果見(jiàn)表13的列(5)。不難發(fā)現(xiàn),Treat的回歸系數(shù)不顯著。

表13 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

(續(xù)表13)

八、研究結(jié)論與政策建議

本文以2012—2018年我國(guó)滬深A(yù)股上市公司為樣本,探討了其他綜合收益對(duì)銀行信用貸款決策的影響,研究發(fā)現(xiàn):第一,其他綜合收益與銀行信用貸款比例顯著正相關(guān);第二,企業(yè)內(nèi)外部監(jiān)督水平越高,其他綜合收益對(duì)銀行信用貸款決策的影響越明顯。第三,2014年其他綜合收益列報(bào)制度改革產(chǎn)生了積極影響,使得其他綜合收益的信貸決策有用性顯著增強(qiáng);第四,信息透明度在其他綜合收益影響銀行信貸決策的過(guò)程中發(fā)揮中介作用;第五,其他綜合收益自身的預(yù)測(cè)價(jià)值可能是其具有信貸有用性的重要原因。

基于上述結(jié)論,本文提出以下政策建議:

(一)對(duì)準(zhǔn)則制定機(jī)構(gòu)的建議

第一,從會(huì)計(jì)要素層面增加利得和損失兩大會(huì)計(jì)要素。我國(guó)現(xiàn)行會(huì)計(jì)準(zhǔn)則并未將利得和損失納入會(huì)計(jì)要素之中。建議將利得和損失納入會(huì)計(jì)要素,并修改動(dòng)態(tài)會(huì)計(jì)等式為“收入-費(fèi)用+利得-損失=綜合收益”,以便更好地反映資產(chǎn)負(fù)債觀和全面收益理念,提升包括OCI在內(nèi)的會(huì)計(jì)信息含量。

第二,從準(zhǔn)則和概念框架高度進(jìn)一步完善其他綜合收益定義、確認(rèn)標(biāo)準(zhǔn)、重分類及列報(bào)相關(guān)規(guī)定。首先,應(yīng)進(jìn)一步明確OCI的定義及其確認(rèn)標(biāo)準(zhǔn)。建議制定一個(gè)綜合收益概念框架,在該概念框架指導(dǎo)下從準(zhǔn)則高度明確OCI的定義和確認(rèn),從根本上解決OCI實(shí)務(wù)應(yīng)用混亂的問(wèn)題。其次,應(yīng)完善OCI重分類相關(guān)規(guī)定。不同的重分類處理規(guī)定會(huì)直接影響OCI的確認(rèn)和計(jì)量,從而影響各期盈余信息及其有用性。我國(guó)現(xiàn)行準(zhǔn)則有關(guān)OCI的重分類規(guī)定雖能暫時(shí)應(yīng)對(duì)會(huì)計(jì)實(shí)踐需要,但不是長(zhǎng)久之計(jì)。再次,應(yīng)對(duì)利潤(rùn)表進(jìn)行更名,并積極推進(jìn)列報(bào)改革。目前,“凈利潤(rùn)+OCI”的利潤(rùn)表列報(bào)模式,已不符合“收入-費(fèi)用=利潤(rùn)”的編制基礎(chǔ)。建議改進(jìn)利潤(rùn)表的編制基礎(chǔ),并進(jìn)行更名,使該報(bào)表名稱與反映的具體列報(bào)內(nèi)容相符。

第三,進(jìn)一步完善信息披露制度,提高信息透明度和可讀性,降低信息不對(duì)稱帶來(lái)的信息風(fēng)險(xiǎn)。OCI涉及眾多復(fù)雜業(yè)務(wù),核算項(xiàng)目繁多,且大量相關(guān)業(yè)務(wù)與資本市場(chǎng)波動(dòng)相關(guān),這客觀上增加了OCI的理解難度。實(shí)務(wù)中,部分企業(yè)利用OCI的這些特性在附注披露中進(jìn)行隱晦性描述甚至誤導(dǎo)性表述,給信息使用者決策帶來(lái)了干擾。因此,有必要進(jìn)一步完善相關(guān)信息披露制度。

(二)對(duì)企業(yè)的建議

本文研究表明,企業(yè)內(nèi)外部信息監(jiān)督水平越高(兩權(quán)分離度越高、機(jī)構(gòu)投資者持股比例越高),OCI對(duì)銀行信用貸款決策的影響越強(qiáng),說(shuō)明公司治理體系和信息披露監(jiān)督機(jī)制的完善是提升OCI信貸決策有用性的重要途徑。因此,要努力提升公司治理水平,加強(qiáng)信息披露的內(nèi)外部監(jiān)管。

(三)對(duì)完善資本市場(chǎng)的建議

要加強(qiáng)投資者、會(huì)計(jì)師事務(wù)所、證券交易所、證監(jiān)會(huì)、銀監(jiān)會(huì)和新聞媒體等多維主體在信息披露監(jiān)管方面的相互協(xié)調(diào)、相互配合與相互支撐,充分運(yùn)用大數(shù)據(jù)、人工智能等現(xiàn)代化技術(shù),創(chuàng)新監(jiān)管手段和方法,實(shí)現(xiàn)精準(zhǔn)化、智能化監(jiān)管,同時(shí)加大對(duì)信息披露違法違規(guī)行為的處罰力度,不斷提高違規(guī)成本。此外,還應(yīng)進(jìn)一步完善資本市場(chǎng)監(jiān)管制度,努力為企業(yè)高質(zhì)量會(huì)計(jì)信息的提供營(yíng)造良好環(huán)境。